貿(mào)易開放、FDI與全要素生產(chǎn)率
發(fā)布時間:2021-08-08 19:46
本文基于1985—2016年中國28個省份的面板數(shù)據(jù),采用DEA-Malmquist指數(shù)法測算了各省份全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成,并借助工具變量法從貿(mào)易開放和FDI的角度分析了對外開放對全要素生產(chǎn)率的影響。本文研究發(fā)現(xiàn),貿(mào)易開放和FDI都顯著促進了中國省際全要素生產(chǎn)率的提高,并且兩者之間存在明顯的替代關(guān)系。進一步的機制驗證發(fā)現(xiàn),貿(mào)易開放和FDI都是通過影響技術(shù)進步而對省際全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了促進作用,但兩者對技術(shù)效率并沒有顯著的影響。本文的研究結(jié)論通過了各種穩(wěn)健性檢驗。在當前貿(mào)易保護主義與單邊主義加劇的國際形勢下,本文為理解中國經(jīng)濟發(fā)展模式,加快對外開放進程,提高全要素生產(chǎn)率以及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式提供了借鑒作用。
【文章來源】:宏觀經(jīng)濟研究. 2019,(09)北大核心CSSCI
【文章頁數(shù)】:14 頁
【部分圖文】:
貿(mào)易開放與省際全要素生產(chǎn)率
圖1貿(mào)易開放與省際全要素生產(chǎn)率圖2外商直接投資與省際全要素生產(chǎn)率五、實證分析(一)基準回歸首先,為了便于對照,本文使用面板最小二乘法給出初步的估計結(jié)果,如表2的第(1)~(3)列。第(1)列給出的是混合最小二乘法的估計結(jié)果,第(2)、(3)列分別展示的是面板固定效應和隨機效應的估計結(jié)果。F檢驗結(jié)果說明應當采用含有個體效應的固定效應,而BP-LM檢驗則說明要選擇隨機效應而非OLS,進一步的Hausman檢驗表明應當選擇固定效應模型。通過第(1)~(3)列的第一二行,我們可以看出,貿(mào)易開放和外商直接投資都對省際全要素生產(chǎn)率具有正向影響,前者在1%的水平下顯著,后者在10%的水平下顯著,這與上文的圖1和圖2是相吻合的。說明在其他條件不變的情況下,貿(mào)易開放和FDI都顯著促進了全要素生產(chǎn)率的增長。第三行的交互項估計系數(shù)在混合回歸中不顯著,但在固定效應和隨機效應模型里都顯著為負,說明貿(mào)易開放與FDI在影響全要素生產(chǎn)率方面存在顯著的非線性關(guān)系,更具體地,兩者之間存在替代關(guān)系,這在以往的文獻中是被忽略的。在控制變量里,人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平以及資本強度也都顯著為正,這與前文的預期相符。政府支出前面的估計系數(shù)顯著為負,這說明政府對經(jīng)濟活動的干預造成的效率損失超過了其對公共服務的改善作用,從而降低了全要素生產(chǎn)率的增長率。如前文所述,由于貿(mào)易開放與FDI都存在嚴重的內(nèi)生性,OLS與面板模型的估計結(jié)果都是有偏的、非一致的。接下來,我們采用面板工具變量法來對模型(6)進行估計。首先,我們通過Durbin-Wu-Hausman檢驗,得到統(tǒng)計
【參考文獻】:
期刊論文
[1]異質(zhì)性視角下中國省際全要素生產(chǎn)率再估算:1978—2012[J]. 余泳澤. 經(jīng)濟學(季刊). 2017(03)
[2]貿(mào)易進口和外商直接投資空間溢出效應研究[J]. 郭峰,胡軍,洪占卿. 國際貿(mào)易問題. 2013(11)
[3]中國全要素生產(chǎn)率:基于分省份資本折舊率的再估計[J]. 張健華,王鵬. 管理世界. 2012(10)
[4]對外經(jīng)濟開放、區(qū)域市場整合與全要素生產(chǎn)率[J]. 毛其淋,盛斌. 經(jīng)濟學(季刊). 2012(01)
[5]國際貿(mào)易、FDI和中國全要素生產(chǎn)率下降——基于1952~2006年面板數(shù)據(jù)的DEA和協(xié)整檢驗[J]. 劉舜佳. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究. 2008(11)
[6]FDI技術(shù)溢出渠道與中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長研究:基于面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 邱斌,楊帥,辛培江. 世界經(jīng)濟. 2008(08)
[7]國際貿(mào)易、技術(shù)進步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J]. 李小平,盧現(xiàn)祥,朱鐘棣. 經(jīng)濟學(季刊). 2008(02)
[8]東亞經(jīng)濟增長模式相關(guān)爭論的再探討[J]. 林毅夫,任若恩. 經(jīng)濟研究. 2007(08)
[9]對外開放與TFP增長:基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J]. 何元慶. 經(jīng)濟學(季刊). 2007(04)
[10]貿(mào)易開放度、人力資本與全要素生產(chǎn)率:基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J]. 許和連,亓朋,祝樹金. 世界經(jīng)濟. 2006(12)
本文編號:3330572
【文章來源】:宏觀經(jīng)濟研究. 2019,(09)北大核心CSSCI
【文章頁數(shù)】:14 頁
【部分圖文】:
貿(mào)易開放與省際全要素生產(chǎn)率
圖1貿(mào)易開放與省際全要素生產(chǎn)率圖2外商直接投資與省際全要素生產(chǎn)率五、實證分析(一)基準回歸首先,為了便于對照,本文使用面板最小二乘法給出初步的估計結(jié)果,如表2的第(1)~(3)列。第(1)列給出的是混合最小二乘法的估計結(jié)果,第(2)、(3)列分別展示的是面板固定效應和隨機效應的估計結(jié)果。F檢驗結(jié)果說明應當采用含有個體效應的固定效應,而BP-LM檢驗則說明要選擇隨機效應而非OLS,進一步的Hausman檢驗表明應當選擇固定效應模型。通過第(1)~(3)列的第一二行,我們可以看出,貿(mào)易開放和外商直接投資都對省際全要素生產(chǎn)率具有正向影響,前者在1%的水平下顯著,后者在10%的水平下顯著,這與上文的圖1和圖2是相吻合的。說明在其他條件不變的情況下,貿(mào)易開放和FDI都顯著促進了全要素生產(chǎn)率的增長。第三行的交互項估計系數(shù)在混合回歸中不顯著,但在固定效應和隨機效應模型里都顯著為負,說明貿(mào)易開放與FDI在影響全要素生產(chǎn)率方面存在顯著的非線性關(guān)系,更具體地,兩者之間存在替代關(guān)系,這在以往的文獻中是被忽略的。在控制變量里,人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平以及資本強度也都顯著為正,這與前文的預期相符。政府支出前面的估計系數(shù)顯著為負,這說明政府對經(jīng)濟活動的干預造成的效率損失超過了其對公共服務的改善作用,從而降低了全要素生產(chǎn)率的增長率。如前文所述,由于貿(mào)易開放與FDI都存在嚴重的內(nèi)生性,OLS與面板模型的估計結(jié)果都是有偏的、非一致的。接下來,我們采用面板工具變量法來對模型(6)進行估計。首先,我們通過Durbin-Wu-Hausman檢驗,得到統(tǒng)計
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[5]國際貿(mào)易、FDI和中國全要素生產(chǎn)率下降——基于1952~2006年面板數(shù)據(jù)的DEA和協(xié)整檢驗[J]. 劉舜佳. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究. 2008(11)
[6]FDI技術(shù)溢出渠道與中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長研究:基于面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 邱斌,楊帥,辛培江. 世界經(jīng)濟. 2008(08)
[7]國際貿(mào)易、技術(shù)進步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J]. 李小平,盧現(xiàn)祥,朱鐘棣. 經(jīng)濟學(季刊). 2008(02)
[8]東亞經(jīng)濟增長模式相關(guān)爭論的再探討[J]. 林毅夫,任若恩. 經(jīng)濟研究. 2007(08)
[9]對外開放與TFP增長:基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J]. 何元慶. 經(jīng)濟學(季刊). 2007(04)
[10]貿(mào)易開放度、人力資本與全要素生產(chǎn)率:基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J]. 許和連,亓朋,祝樹金. 世界經(jīng)濟. 2006(12)
本文編號:3330572
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